中国大学生社交焦虑变迁的横断历史研究：1998-2015

时 蒙 李 宁 卢文玉 于鑫悦 辛素飞

（鲁东大学教育科学学院，烟台 264025）

1 引言

当前，中国正处于由熟人社会向陌生人社会转变的时期，社交的作用变得越来越重要。然而，在社交中可能会出现许多心理问题，比如，焦虑问题。而且，近些年来，焦虑问题已受到研究者们的广泛关注。研究表明，随着社会转型，我国大学生的状态和特质焦虑水平逐渐提高 （辛自强，辛素飞，张梅，2011），那么其社交焦虑水平又是如何随年代变化的呢？这是本研究主要探讨的问题。

社交焦虑（social anxiety）是指个体在一种或多种社交场合中持续感到紧张、害羞、害怕、忧虑的情绪反应，个体往往会回避他人的注视，害怕自己因言行不当而丢面子 （郭晓薇，2000；李波，钟杰，钱铭怡，2003；栗文敏，刘丽，2007；Schlenker＆Leary，1982）。社交焦虑对人们的工作、学习、生活等方面都会产生重大的影响。一般而言，轻度的社交焦虑对个体没有害处，反而可能会增强斗志，提升工作效率；但强烈的、持久的社交焦虑会使个体产生社交回避现象，妨碍个体正常的心理与社会功能的发挥（李朝霞，杨孝，2008；梅锦荣，1994）。当前国内关于社交焦虑的研究大多采用的是Leary（1983）编制的交往焦虑量表 （Interaction Anxiousness Scale，IAS），该量表具有较好的信效度，且已经在国内得到广泛的应用 （高文凤，丛中，2000；彭纯子，燕良轼，马晓虹，谭谦宝，2003）。

综合以往研究发现，社交焦虑水平从儿童期到青春期呈显著增长的趋势，青少年群体中的社交焦虑问题尤为突出 （彭纯子等，2003；Herman，1998；Kessler et al.，2005）。作为未来社会建设主力军的大学生是一个特殊的社会群体，他们正处于一个迅速走向成熟而又未真正成熟的发展阶段，同时又面临学习、就业、交往等方面的各种压力和挑战（辛自强等，2011），其身心健康问题受到社会的广泛关注，而且已有研究发现社交焦虑是大学生主要心理问题之一 （李英，刘爱书，张守臣，2005；彭纯子等，2003）。此外，还有研究表明大学生社交焦虑与社会支持呈显著负相关（陈熙维，2011；汪隽，樊嘉禄，潘和平，2009；周相宜，2016），而大学生的社会支持水平在逐年降低 （Xin＆ Xin，2016），那么在同一时代背景下大学生的社交焦虑水平会呈现怎样的变化趋势呢？然而，当前关于大学生社交焦虑的研究大都是横断研究，是基于特定时间点抽样出的小样本做出的推断，鲜有研究从纵向大样本的视角来考察我国大学生社交焦虑水平的整体变迁状况。因此本文试图通过横断历史的元分析方法探究我国大学生社交焦虑水平随年代的变化趋势。

横断历史的元分析（cross-temporal meta-analysis），又称“横断历史研究”，该方法最早是由美国学者 Twenge在实证研究中使用 （Twenge，1997，2000；Twenge＆ Campbell，2001）。这种元分析采用横断研究 “设计”（即将孤立的已有研究按照时间顺序加以连贯，从而使这些研究成为关于历史发展的横断取样）对心理指标的纵向变迁趋势进行研究（辛自强，池丽萍，2008）。Twenge已经运用此方法考察了焦虑 （Twenge，2000）、 自尊 （Twenge＆Campbell，2001） 和自恋人格 （Twenge＆ Foster，2010）等十几项心理指标随年代的变迁。而在国内，辛自强等人首先详细介绍了这种方法 （辛自强，池丽萍，2008），并采用该方法对大学生和青少年群体的焦虑和心理健康状况等心理指标进行了一系列实证研究 （辛自强等，2011；辛自强，张梅，2009；辛自强，张梅，何琳，2012；Xin，Zhang，＆ Liu，2010）。上述研究均表明，时代变迁对个体的心理特点具有重要影响。因此，我们利用这种方法探讨大学生社交焦虑随年代变化的趋势。

综上，本研究除采用横断历史的元分析考察大学生社交焦虑水平的变化趋势之外，还将采用一般元分析的方法进一步考察不同性别大学生在社交焦虑得分上的差异。虽然学者们已对大学生社交焦虑进行了大量实证研究，但在很多方面却呈现出不一致的结论。例如，在性别差异上，就有男生的社交焦虑水平明显高于女生 （李荣钢，2006；张利冰，2011）、女生的社交焦虑水平显著高于男生 （汪涛，谭静，李敏，张夔，冯正直，2009）以及男女生社交焦虑水平没有显著差异 （高文凤，丛中，2000；郭晓薇，2000；彭纯子等，2003）三种不同的结论。为此，本研究希望能用一般元分析的方法对不同性别大学生社交焦虑水平得分的差异做出全面客观的判断。

2 研究方法

2.1 研究工具

交往焦虑量表（IAS）是由 Leary（1983）编制，此量表用于评定独立于行为之外的主观社交焦虑体验的倾向。该量表含有15个题目，每个题目均采用1-5级评分（1代表“与我一点儿也不符合”，5代表“与我极其符合”）。量表总分最低为15分，最高为75分，分数越高，表明社交焦虑水平越高 （高文凤，丛中，2000；彭纯子等，2003）。

2.2 文献搜集

2.2.1 文献搜集的标准

本研究在参照以往针对大学生群体的横断历史研究 （沙晶莹，张向葵，2016；辛自强等，2012；辛素飞，刘丽君，2019）的基础上，结合本研究要探讨的问题，制定了如下文献筛选标准：（1）所有研究都使用同一测量工具——交往焦虑量表（IAS）；（2）被试均为中国大学本科生，不包括高职生、专科生和研究生；（3）被试均为中国内地大学生，不包括华裔和港澳台学生；（4）测试的时间必须是“平时”，特殊时间段施测的排除在外，如考试周期间；（5）研究报告中有明确的量化数据结果（一般包括样本量、平均数和标准差）；（6）同一作者发表的不同文章，如使用同一批数据，那么只选用其中数据完整且发表时间最早的一篇文章参与元分析。

2.2.2 文献搜集结果

按照上述标准，在中国知网（CNKI）、维普资讯、万方和 Elsevier、ProQuest、Wiley 等 中外文 数 据库中，分别以 “大学生”“社交焦虑”“social anxiety”“IAS”等中英文词汇进行全文检索。通过上述标准共筛选出105篇符合要求的文献，其发表时间分布在2000至2017年间，除2001、2002年没有文献外，其他年份均有文献分布。根据以往横断历史研究方法的惯例，除非文献中给出具体数据收集年代（以下简称“年代”），本文中的数据收集年代均用发表年代减去两年得到 （辛自强，张梅，2009；Twenge，2000），因此，本研究中数据收集年代为1998至2015年，共涉及44554名大学生。文献的具体情况如表1所示。

2.3 文献编码及数据整理

按照以往横断历史研究的惯例 （辛自强，张梅，2009；Twenge，2000），本研究在建立数据库时：（1）把所有文献的基本数据（N，M，SD）、发表年代和数据收集年代录入数据库；（2）将文献中含有被试性别的分组报告结果（如表1所示）作为子研究进行编码并录入数据库；（3）对文献的其他信息进行编码，包括文献所发期刊类型（1＝核心期刊，2＝一般期刊，3＝学位论文或论文集）、数据收集地区（0＝无明确地区信息，1＝东部沿海地区，2＝东北地区，3＝中部崛起地区，4＝西部开发地区，5＝包含两类及以上地区）和被试来源地（0＝无明确城乡信息，1＝城市，2＝农村，3＝既有城市又有农村）等信息。

3 研究结果

3.1 大学生社交焦虑随年代的整体变化

为直观描述近年来我国大学生社交焦虑的变迁趋势，本研究以数据收集年代为横坐标，社交焦虑均值为纵坐标绘制散点图（见图1）。如图1所示，大学生的社交焦虑均值随年代呈上升趋势。这说明，1998至2015年间我国大学生的社交焦虑水平是逐年上升的。

为了更加准确地量化描述大学生社交焦虑水平随年代的变化，首先，我们将年代与社交焦虑得分均值进行相关分析，结果表明，大学生社交焦虑水平与年代呈显著正相关（r＝0.31，p＜0.01）。然后，为了进一步探究大学生社交焦虑随年代的变迁，我们把年代作为自变量，社交焦虑均值得分作为因变量，进行回归分析。结果发现，在控制样本量后，年代对社交焦虑的预测作用显著（β＝0.20，p＜0.05）。

表1 大学生社交焦虑文献数量及历年分布情况

3.2 社交焦虑随年代的变化量及年代解释率

由上述分析可知，我国大学生的社交焦虑水平随年代呈上升趋势。为了求得这18年的变化量，按照以往研究者 （辛自强，张梅，2009；Twenge＆Campbell， 2001； Twenge ＆ Im， 2007）的做法，我们利用回归方程和研究样本的平均标准差进行分析，通过效果量d来衡量。首先，以年代和社交焦虑均值分别作为自变量和因变量，同时对样本量进行加权建立回归方程：y＝Bx+C（其中y为社交焦虑的平均分，B为偏回归系数，x为数据收集年代，C为常数）。其次，分别将1998和2015代入回归方程获得这两年的平均分M1998和M2015。最后，计算M1998和M2015之差，再除以18年间的平均标准差MSD（是通过对所有研究的标准差求平均数得到的），即可得到d值。

如表2所示，经计算，18年间大学生社交焦虑均值上升的效果量（d）达到0.27。根据Cohen（1992）的建议：d值（绝对值）为0.80属于大效果量，0.50属于中等效果量，0.20属于小效果量，大于0.80为大效应，可知本研究中社交焦虑的变化量在小效果量和中等效果量之间。这表明，18年来大学生社交焦虑水平是缓慢上升的。

表2 大学生社交焦虑均值的变化量

3.3 男生与女生社交焦虑水平随年代的变化及差异

同样地，我们还对64篇报告了不同性别大学生社交焦虑的文献 （共包括12433名男生和15858名女生，数据收集年代跨度为1998至2015年）进行了横断历史的元分析。本研究首先将年代分别与男生和女生社交焦虑得分均值进行相关分析，如表3所示，男生和女生社交焦虑水平均与年代呈显著正相关。在控制样本量后，年代能显著预测男生的社交焦虑水平（p＜0.05），但不能显著预测女生的社交焦虑水平（p＞0.05）。此外，为了计算不同性别大学生社交焦虑得分的变化量，我们根据上述做法求得，男生和女生的社交焦虑得分分别增加了0.40和0.21个标准差（详见表4）。综合上述结果可知，与女生相比，男生社交焦虑水平上升的趋势更为明显。

表3 男生和女生社交焦虑均值与年代之间的相关

表4 男生和女生社交焦虑均值的变化量

虽然男生的社交焦虑随年代的变化更显著，但实际上这一时期男生与女生的均值谁更高呢？为此，我们根据一般元分析的方法，以男生为实验组，女生为对照组，根据公式1-4（辛自强，周正，2012），计算每年有对应数据的平均效果量d。其中ne和nc分别为男生和女生的样本量，Se和Sc分别为两组的标准差，SD为两组的合成标准差，M男与M女分别为男生和女生社交焦虑的均值，Wi是各研究的权数，Ni为各研究的样本量。经计算，大学生社交焦虑性别差异的总体平均效果量为0.04，即女生比男生有相对更高的社交焦虑水平。然而依据Cohen（1992）的标准，这低于小效果量，即不同性别大学生社交焦虑水平的差异并不明显。

4 讨论

4.1 中国大学生社交焦虑水平逐年上升

本研究采用横断历史的元分析方法探究了我国大学生社交焦虑水平随年代的变化趋势，结果发现，大学生社交焦虑水平的年代效应显著，与1998年相比，2015年时的社交焦虑得分增加了0.27个标准差。这说明，在1998至2015年间大学生社交焦虑水平呈逐年上升的趋势。这与我国大学生焦虑变迁状况的元分析结果基本一致（辛自强等，2011）。我国大学生的社交焦虑水平逐渐上升，可能有如下几个原因。

首先，社会的剧烈变化可能是我国大学生社交焦虑水平上升的一个重要原因。基于英美社会背景的一项调查发现，人们的焦虑水平与其生活环境的变化，特别是与知觉到的整体社会变迁速率有显著正相关（Lauer＆ Thomas，1976）。这一结论在中国可能同样适用。自中国改革开放以来，我国经济、政治、文化等方面发展迅猛，社会剧变使个体生活方式更多元的同时，也增加了生活的不确定性，使个体更加谨慎和易焦虑。更具体地说，中国社会的发展为个体提供了更多的机遇，但也加剧了多方面的社会竞争。随着知识经济的发展，就业市场对大学生的专业知识和技能提出了更高的要求，各类等级、资格证、研究生等考试的报名人数也越来越多，大学生的学业压力和就业压力不断增大。这些变化可能使得大学生精力更加分散，能够有效参与社交，获得社交锻炼的次数越来越少。同理，多方面社会竞争也包括学校之间的升学竞争，应试教育愈演愈烈，在基础教育阶段，学校往往容易忽视学生综合素质的培养，学生一般缺乏必需的社交经验和技能，进入大学后便有可能在人际交往中产生恐惧和紧张的心理，造成其社交焦虑水平的升高 （朱敏，2015；Halford＆Foddy，1982）。综上所述，各方面竞争日趋激烈的社会大环境可能使大学生广泛社交的需要越来越强烈，而社交能力的日渐匮乏和现实条件的制约又更进一步增加了我国大学生的社交焦虑程度。

其次，家庭也可能对大学生社交焦虑水平的提高产生了重要影响。经过推算可以知道，本研究中大学生的出生年代约为1978至1995年，这一时间跨度正是我国提出并逐步严格地执行计划生育政策的时期（1978年计划生育政策正式写入宪法，此后独生子女的政策方向逐步明朗，并从城市到农村逐步推广下来）。因此，随着年份的增加，独生子女大学生越来越多，家庭中的孩子数量逐渐变少，父母把原先对多个子女的期望和养育精力集中于一个孩子，更容易出现对子女的过分干涉和保护，这剥夺了子女锻炼社交能力的机会，容易使其缺乏独立生活的意识和能力，易引发社交焦虑，很难与他人形成良好的人际关系。这一推论得到了以往研究（张秀芳，张淑娟，张顺，张素娟，2010）的部分支持，即母亲的过度干涉和过度保护均与子女的社交焦虑呈显著正相关。

最后，大学生社交焦虑水平的升高可能与其获得的社会支持减少和自尊水平的下降有关。大学生即将走出象牙塔，步入社会，这对每个人来说都是一个巨大的挑战。更复杂的社会环境要求他们拥有更强的社交能力，因此大学生获得的精神支持和物质支持越多，其社交焦虑水平可能就越低。许多研究（陈熙维，2011；汪隽等，2009；周相宜，2016）证实了我们的推论，即大学生的社会支持与社交焦虑得分存在显著的负相关。当前，中国正处于由熟人社会向陌生人社会转变的时期，随着人际关系逐渐疏远，人们给予他人和陌生人的关怀和帮助越来越少，同时，由于社会发展速度加快，父母与孩子之间的代沟可能会变得更大，进而可能使得父母能给予孩子的精神支持变少，这都可能会影响大学生可获得的社会支持。根据研究可知，近年来大学生社会支持水平呈逐年下降的趋势（Xin＆ Xin，2016），因此，社会支持的减少可以在一定程度上解释大学生社交焦虑水平的上升。另外，社交焦虑水平的逐年上升可能也与大学生自尊水平的下降有关。研究发现（李焰，李祚，1998；刘冉，2012；刘娅俐，1995），大学生自尊与社交焦虑存在显著负相关，即自尊水平越高，社交焦虑水平越低。而根据大学生自尊变迁的横断历史研究结果可知，近年来大学生自尊水平呈下降趋势（沙晶莹，张向葵，2016），由此解释大学生社交焦虑水平逐年上升的结论可能是合理的。自尊水平的下降，可能使其对自己的能力产生怀疑，形成自卑心理，与他人特别是陌生人交流时可能会感到羞涩、恐惧，进而可能对社交焦虑产生负面影响。

4.2 不同性别大学生社交焦虑的变化及差异

本研究对不同性别大学生社交焦虑的变迁进行横断历史的元分析，结果发现，与女生相比，男生社交焦虑的上升趋势更为明显。一方面，这可能是因为社会竞争的日趋激烈与男生的相关度更高，基于社会角色的认知，男生不仅需立业，还要成家，女生在这方面的压力可能小得多，所以当前社会背景下，成家立业的压力快速增长，男生社交的压力和焦虑水平上升更明显；另一方面，这可能与女生本身就具有相对较高的社交焦虑水平有关，女性较敏感、情绪波动大，在人际交往中，女生相对男生可能会比较羞涩，相对更焦虑（张翔，王旭锋，2003；赵程，戴斌荣，2016）。事实上，一般元分析的结果也确实发现，女生要比男生有相对较高的社交焦虑水平，这可能也会使得其上升趋势不如男生明显。

此外，一般元分析的结果还发现，大学生社交焦虑性别差异的总体平均效果量低于小效应。也就是说，虽然女生有着相对较高的社交焦虑水平，但男生与女生在社交焦虑水平上的差异并不显著。这与许多关于社交焦虑的研究结果 （明景磊，范宏民，2017；温焱，杨雅珺，岳彩镇，2016）相一致，其原因可能是，近年来，性别平等观念逐渐深入人心，社会对男女的要求趋于平等，社交中性别因素的影响可能逐渐被弱化，特别是在大学阶段，男女大学生拥有相同的社交机会，社交焦虑水平也相差不大（李朝霞，杨孝，2008；赵程，戴斌荣，2016）。

4.3 改善大学生社交焦虑状况的建议

通过上文中对我国大学生社交焦虑水平变化原因的讨论，我们着眼于不同的主体，提出一些有针对性的建议，以期改善我国整个大学生群体的社交焦虑状况。

第一，从国家和社会层面来说，其主要任务应该是减轻当前社会的竞争压力，尤其是大学生群体的升学和就业等压力。国家可以加强对高考、研究生、公务员等升学、就业考试的监管，还可以努力创造更多的就业岗位，适当降低对一些国家公务员考试资格的限制（如学历、专业和户籍限制等），要求企业提高其工作岗位招聘的开放度和透明度，使大学生拥有更多的就业选择，减轻升学和就业压力。

第二，家庭是改善学生社交焦虑状况的重要一环。当前绝大多数父母愈来愈重视孩子的成长发展，但父母不科学的家庭教养方式不但不利于孩子的正常发展，反而有可能产生反作用。父母不能过分干涉和保护孩子，要有意识地培养孩子的独立性。同时，父母不能只关心孩子在学校的学习成绩，还要与孩子建立良好的亲子关系，了解孩子的社交情况，给予强大的精神支持和适当的物质支持，在孩子的社交出现问题时，还要给予必要的指导和帮助。

第三，作为上述所有建议的最终受众，改善社交焦虑状况的核心永远在于大学生自身。学生要有全面发展的意识，积极主动地参与学校的相关课程和活动，通过学校和家庭学习社交的方式和技巧，在具有一定能力的前提下，应该主动尝试社交而不要逃避。学生在遇到自己难以独立解决的社交问题时，要有主动寻求家长、老师和同学们帮助的意识，必要时还可以寻求心理疏导，在不断解决社交问题的过程中提高社交能力，降低社交焦虑水平。

4.4 本研究的局限

虽然得到了上述有价值的结果，但本研究仍存在一些局限。例如，本研究只是选取了本科生为研究对象，不包括专科生和高职生等群体，结果可能不具有推广性，其他群体是否有相同结果有待将来进行研究。此外，将来还可以寻找一些宏观的社会指标来预测其对大学生社交焦虑的作用，更明确地探究社会变迁对于大学生社交焦虑变化的影响。